摘要
基于国家对“碳达峰”“碳中和”目标的提出，ESG 理念在各行业各领域受重视的程度日益提高。理清 ESG 表现与企业价值的关系，对推动企业高质量发展具有重要的理论和现实意义。本文以2010 ~ 2022 年沪深 A 股上市公司为研究对象，共选取 1310 家样本企业，通过实证分析检验了 ESG表现对企业价值的影响及机制。研究表明：（1）企业环境表现对企业价值产生显著负向影响，企业社会表现、治理表现及 ESG 综合表现对企业价值产生显著正向影响，且均具有一定的滞后性。（2）投资者信心在企业环境、社会、治理表现和 ESG 综合表现对企业价值的影响中发挥中介作用，但中介效应存在差异。（3）媒体报道在 ESG 综合表现与企业价值之间具有负向调节效应，但在企业社会表现与企业价值之间存在正向调节效应。本文研究结论为上市公司重视和提高 ESG 表现提供了实证依据，为我国实现“双碳”目标和企业高质量发展提供了理论指导和实践启示。
Abstract
Based on the national goal of peak carbon dioxide emissions and carbon neutrality, ESG concept has been paid more and more attention in various industries and fields in China. Therefore, it is of great theoretical and practical significance to clarify the relationship between ESG performance and enterprise value in order to enhance the attention of enterprises to ESG. This paper takes the listed companies in Shanghai and Shenzhen A-shares from 2010 to 2022 as the research object, selects 1310 sample companies, and tests the influence mechanism of ESG performance on enterprise value through empirical analysis. The research shows that: (1) Corporate environmental performance has a significant negative impact on enterprise value, while corporate social responsibility, corporate governance performance and ESG comprehensive performance have a significant positive impact on enterprise value, and all of them have a certain lag. (2) Investor confidence plays an intermediary role in the influence of enterprise environment, social responsibility, corporate governance performance and ESG comprehensive performance on enterprise value,but the intermediary effects are different. (3) Media reports have a negative moderating effect between ESG comprehensive performance and corporate value, but there is a positive moderating effect between corporate social responsibility and corporate value. The conclusion of this paper provides an empirical basis for listed companies to attach importance to and improve ESG performance, and provides theoretical guidance and practical enlightenment for China to achieve the goal of “double carbon” and high-quality development of enterprises.
Keywords
一、 引言
基于国家对“碳达峰”“碳中和”目标的提出，ESG理念在各行业各领域受重视的程度日益提高。ESG理念强调企业在经营过程中以可持续发展为最终目的，不仅仅追求传统的财务回报，还需要肩负起对环境（E）、社会（S）和治理（G）的责任。企业作为市场主体，其核心目标之一是追求经济利益最大化。企业价值是对企业整体资产市场价值的综合评估，能够全面反映企业的综合实力。研究企业价值的影响机制能够帮助企业识别并充分利用其核心竞争力。优良的ESG表现是否有助于企业价值的提升？ESG又通过何种作用机制影响企业价值？企业能否凭借更优的ESG表现获取更高的经济收益，培育更强的可持续发展能力，进而实现社会价值与经济价值的协同共赢？对上述问题的研究具有重要的现实意义。
已有相关文献分为两类：一类是将企业ESG表现视为整体，综合考虑其对企业价值的影响（Brogi & Lagasio，2019）；另一类则从ESG三个层面分别衡量其对企业价值的影响（Harjoto & Laksmana，2018）。目前，将ESG表现视为整体的研究成果大都支持积极的ESG表现可以提升企业价值这一观点，认为企业在ESG表现方面具有优势可以提升企业价值，ESG表现对企业价值的促进作用是因为更好的增长前景驱动（Gregory et al.，2014）。随着ESG表现的价值效应逐渐被投资者所重视，越来越多的投资者已将企业ESG表现纳入投资决策的核心参考范畴，若企业ESG表现与投资者自身的价值取向高度契合，投资者便会对企业的发展前景秉持积极预期，其信心也会大大提升（Elliott et al.，2013），进而产生更强的投资意愿，从而使得这家公司的企业价值有所提高。因此，分析投资者信心在ESG表现对企业价值内在影响机制中的作用有着重要的现实意义。媒体报道作为一种普及范围广且认可度高的信息中介，是投资者获取企业信息的关键渠道。媒体的外部治理功能对ESG实践有着重要影响，受媒体关注度较高的企业，社会责任感增强，其自觉披露社会责任信息的主动性和披露质量均会有显著提高（闰廷飞和吴彦龙，2019），媒体监督能够推动企业强化绿色发展理念（张梅等，2019）。在声誉机制的作用下，企业管理层会减少机会主义行为，主动承担社会责任，加大环境保护等ESG方面投资以树立良好的企业形象（杨波等，2024），进而推动企业价值的提升。因此，研究媒体报道在ESG表现对企业价值影响机制中的作用具有重要的学术和实践价值。基于此，本文以2010~2022年沪深A股上市公司为研究对象，探讨企业ESG表现对企业价值的影响及机制。主要贡献表现在以下三个方面：首先，分别从ESG三个细分层面及综合表现层面，探究其对企业价值影响的内在作用机制，使企业ESG表现影响企业价值的内在作用机制更加清晰。其次，本文检验了投资者信心在ESG三个构成要素及ESG整体表现影响企业价值的过程中所发挥的中介作用以及媒体报道的调节作用，拓展和丰富了企业ESG表现对企业价值影响的相关研究。最后，本文研究结论为上市公司重视和提高ESG表现提供了实证依据，为我国实现“双碳”目标和企业高质量发展提供了理论指导和实践启示。
二、 理论分析与假设提出
（一） ESG 表现对企业价值的影响
企业价值是对企业整体资产的市场评价，是一种能够反映企业综合能力的全面评估，不仅涉及企业当前的能力，也充分考虑企业未来的潜力。针对ESG综合表现对企业价值的影响，大多数研究认为良好的ESG表现能够提升企业价值，ESG责任履行有助于改善企业绩效，在提升经营业绩、降低企业经营风险等方面发挥着积极的作用（董小红和孙政汉，2023）。也有学者认为ESG表现对企业价值具有负向影响（Garcia & Orsato，2020），在环境和社会责任这类外部性较强的因素上进行投入反而会增加企业额外开支，从而损害股东利益，降低企业价值。对环境、社会和治理这三个ESG组成要素和企业价值之间的具体关系，目前学术界尚未达成较为统一的结论。
我国现阶段ESG发展的“成本效应”较为明显（李思慧和郑素兰，2022）。从成本收益理论出发，有学者发现ESG表现与企业绩效之间并非单纯的线性关系，而是具备U型特征（王双进等，2022），ESG表现的提升对企业价值的有利影响存在一定的滞后性。具体而言，有研究发现环境绩效与企业价值的关系在短期不显著而在长期呈现显著的正向作用，环境成本与企业价值之间呈U型曲线关系（唐勇军和夏丽，2019）。也就是说，企业环境表现对企业价值的提升作用，存在一定的滞后效应。企业积极承担社会责任对企业价值的促进作用也存在一定的滞后性，张兆国等（2013）通过研究发现，积极承担社会责任可以帮助企业更容易赢得利益相关者的支持。企业需要一定的时间让利益相关者接收到企业社会责任的相关信息，进而影响企业价值的提升，因此企业社会表现对企业价值的影响存在一定的滞后性，很难在当期完全体现。张敏等（2017）通过研究证明合理的公司治理结构，可以促进企业推行良好的内部控制，提高内部控制水平和财务绩效，进而促进企业价值的提升。基于此，本文提出如下假设：
H1：企业ESG综合表现对企业价值具有显著正向影响，且这种影响具有滞后性。
H1a：企业环境表现对企业价值具有显著正向影响，且这种影响具有滞后性。
H1b：企业社会表现对企业价值具有显著正向影响，且这种影响具有滞后性。
H1c：企业治理表现对企业价值具有显著正向影响，且这种影响具有滞后性。
（二） ESG 表现对投资者信心的影响
投资者信心是投资者对市场行情、公司状况以及自身对风险和收益的判定进行分析考量后所产生的一种对未来投资前景看好的主观心理状态。基于信号传递理论，ESG报告能够有效缓解信息不对称，帮助投资者更全面地了解投资标的的风险和回报信息。拥有良好ESG表现的企业往往伴随着较强的内在发展潜力，能够提高投资收益的稳定性，降低投资风险，增强投资者信心，提高投资者对公司的关注程度和对公司进行投资的意愿。具体而言，企业通过实施规范化环境管理，能够有效提升环保绩效水平，降低投资者对环境问题风险的认知不确定性，同时减少环境污染相关的高额成本支出，进而显著增强投资者信心。Shen等（2022）以三种可持续发展实践活动衡量企业社会责任履行表现，研究表明企业社会责任绩效会对投资者情绪产生显著的正向影响。此外，ESG表现优良的企业往往拥有规范化的内部组织架构与完善的监督机制（Sassen et al.，2016），该特征可使投资者对企业风险管理形成积极预期，切实减少企业突发风险事件的发生概率，从而大幅提升投资者信心。然而，公司的成长和发展是一个长时间的过程，公司的环境表现、社会责任承担以及公司治理水平未必能对当期的企业价值产生十分显著的影响，投资者信心发生改变也是基于对公司过往业绩的综合判断，因此ESG表现对投资者信心产生的影响可能存在一定的滞后效应。基于以上分析，本文提出如下假设：
H2：企业ESG综合表现对投资者信心具有显著正向影响，且这种影响具有滞后性。
H2a：企业环境表现对投资者信心具有显著正向影响，且这种影响具有滞后性。
H2b：企业社会表现对投资者信心具有显著正向影响，且这种影响具有滞后性。
H2c：企业治理表现对投资者信心具有显著正向影响，且这种影响具有滞后性。
（三） 投资者信心的中介作用
企业积极的ESG表现向外部投资者传递出信号，这些非财务方面的良好表现让投资者感受到公司经营治理的稳定性。企业ESG表现的不断改善，不仅标志着其发展理念的转型优化，还意味着企业在过往经营阶段获取了充裕资金，具备更优的可持续性与未来回报空间，这会大幅提升投资者信心，吸引更多投资者关注与实际支持（王道平等，2022）。即使在经济环境波动时，良好的ESG表现对投资者信心的促进效应也依然存在。ESG表现优异的企业向市场传递了自身长期发展的稳定性与可持续性特征，当外部环境不确定性加剧导致市场整体投资者信心下滑时，这类企业凭借出色的ESG表现，展现出较强的风险应对能力，为投资者提供更强的投资安全感，缓解其恐慌情绪并切实保障其权益，进而有效提振投资者信心（刘宇芬和刘英，2019）。投资者情绪理论认为，投资者信心的增强会进一步影响他们的投资决策和交易行为，推动股票收益率相应提高（文凤华等，2014），最终在企业股价、股权融资成本以及融资能力表现等方面得到具体体现（Da et al.，2015）。王积田等（2022）基于非平衡面板模型的分析结果表明，投资者信心在ESG对企业绩效的影响机制中发挥中介效应，张长江等（2021）也通过实证检验进一步佐证了这一研究发现。基于以上分析，本文提出如下假设：
H3：投资者信心在ESG综合表现对企业价值的影响中起到中介作用。
H3a：投资者信心在企业环境表现对企业价值的影响中起到中介作用。
H3b：投资者信心在企业社会表现对企业价值的影响中起到中介作用。
H3c：投资者信心在企业治理表现对企业价值的影响中起到中介作用。
（四） 媒体报道的调节作用
媒体作为信息传播的载体与媒介，以外部治理机制参与企业运营，其核心作用主要体现在信息传递与监督治理两大功能上。依据信号传递理论，媒体作为信息传播中介，能够有效搭建信息发布主体与接收主体之间的沟通纽带，媒体对企业的关注显著提升了投资者信息获取的可得性与时效性（Lock，2024）。随着媒体关注度的提升，投资者可通过更为多元的平台与渠道获取所需信息，这种便捷且低成本的信息获取方式，极大激发了其主动了解企业ESG表现的积极性。当企业积极开展ESG实践活动时，媒体向社会各界传递企业主动践行社会责任的积极信号，进而吸引外部利益相关者的广泛关注，助力企业优化公众形象。在社会各界的持续关注下，企业会进一步强化社会责任担当，不断改善环保履约表现，推动企业价值实现稳步提升。此外，媒体报道通常具备舆论导向功能，媒体舆论对企业治理决策具有直接约束作用，发挥出显著的监督治理效果（Marchal et al.，2025）。在声誉机制的驱动下，企业管理层会主动减少机会主义行为，积极履行社会责任，加大在环境保护等ESG相关领域的投入力度以塑造良好企业形象，企业价值也随之提升。
基于以上分析，本文提出以下假设：
H4：媒体报道在ESG综合表现对企业价值的影响中具有调节作用。
H4a：媒体报道在企业环境表现对企业价值的影响中具有调节作用。
H4b：媒体报道在企业社会表现对企业价值的影响中具有调节作用。
H4c：媒体报道在企业治理表现对企业价值的影响中具有调节作用。
三、 研究设计
（一） 样本选取与数据收集
本文以2010~2022年沪深A股上市公司为研究对象，在保障研究需要和数据完整性的基础上，共选取1310家上市企业为研究对象，通过筛选最终得到包含9483个样本观测值的非平衡面板数据。具体筛选规则如下：（1）对样本为ST、*ST以及PT等经营状况差的上市公司进行剔除；（2）剔除金融行业的上市公司样本；（3）剔除数据缺失的样本；（4）对连续变量进行1%和99%的缩尾处理。上市公司ESG整体评分相关数据来自彭博数据库，媒体报道变量数据来源于CNRDS数据库，企业的环境表现、社会表现、治理表现等其他数据均来自国泰安数据库和Wind数据库。数据处理和模型估计使用Excel和Stata18完成，部分数据依据公式手工计算。
（二） 变量测量
1. 解释变量：环境、社会和治理（ESG）表现
（1）在企业环境（E）表现方面，参考方先明和胡丁（2023）的研究，采用华证ESG评级中的企业环境评级衡量企业环境表现。在华证ESG评级中，环境一级指标包含环境管理体系、绿色经营目标、绿色产品、外部环境认证和环境违法违规事件5个二级指标。华证ESG评级体系包含9个等级，本文依据其标准，针对企业环境表现指标按1至9分依次进行分值赋予。
（2）企业社会（S）表现涉及面较广，在参考已有文献的基础上，本文最终选取上海证券交易所指引中的每股社会贡献值指标作为企业社会表现的计量依据。计算得到的该数值越大，表明企业在履行社会责任方面做得越好。具体计算方式如下：
每股社会贡献值=（净利润+所得税费用+税金及附加+财务费用+应付职工薪酬年末数-应付职工薪酬年初数+支付给职工及为职工支付的现金+公益性捐赠）/年末总股数
其中：公益性捐赠选用公司财务报表附注中的捐赠支出衡量，采用捐赠支出合计数代表公益投入总额；其余数据指标均可从企业年度财务报表中获取。
（3）关于企业治理（G）表现的度量，参考周宏等（2018）的研究，选择8个公司治理变量，采用主成分分析法，从监督、激励、决策多方面构建综合性指标来度量公司治理水平，其值越大则表明公司治理质量越高。8个公司治理变量分别是董事长与总经理职务分离（CeoNotPresident）、独立董事比例（IndDirectRatio）、董事会持股比例（ShareDirctors）、高管持股比例（ShareManager）、第一大股东持股比例（ShareContHolder）、董事会（DirectorNumb）和监事会规模（SupervisorNumb）以及前三位高管的薪酬之和（ManagerComp）。
（4）关于ESG综合表现的度量，运用彭博ESG评分作为衡量企业ESG综合表现的标准。该评分系统综合了企业年度报告、可持续发展报告等资料，涵盖21项评估指标并按影响力加权，保障了评分的权威性与科学性。
2. 被解释变量：企业价值
参考国内外相关研究成果进一步综合考虑所需数据的可获得性，最终选取了TobinQ值作为企业价值的衡量标准。具体的计算方式如下：
其中：企业现有资产市场价值=年末流通股份市值+年末非流通股份市值+年末负债总额；企业现有资产重置成本=企业期末总资产。
3. 中介变量：投资者信心
证券市场的复杂多变，投资者信心的影响因素多样，投资者信心的高低反映了对证券市场的乐观程度，使用单一指标过于片面且在多个单一指标的选择上学术界缺乏确切的定论，因此，本文综合公司因素和市场总体因素，在度量投资者信心时，结合我国证券市场的特性以及投资者关注度较高的指标，参照雷光勇等（2011）的研究方法，选取市盈率（PE）、市净率（PB）及股票年平均换手率（TO）三个变量，通过主成分分析法构建投资者信心指数（IC），并将该方法下提取的第一主成分设定为衡量投资者信心水平的综合指标。在第一主成分中，PE、PB和TO这三个变量的载荷系数分别为0.445、0.690、0.537。
4. 调节变量：媒体报道
当前国内外学界衡量媒体报道变量的主流方法可归纳为两类。一类是基于报道数量的度量方式，具体包括设置虚拟变量，公司被报道记为1、未被报道记为0（Chan，2003），以及统计特定时期内企业被权威报刊或其他媒体报道的数量（Fang & Peress，2009）。另一类是借助计算机技术解析媒体报道的文本内容与措辞，并结合检索到的报道总量度量。本文选取的媒体报道指标为CNRDS数据库中网络财经新闻报道量与报刊财经新闻报道数的合计值。
5. 控制变量
在本文研究中，除了企业ESG表现会对企业价值产生影响，还有很多其他相关因素也会影响企业价值。鉴于上市公司的其他固有特征尤其是财务属性特征很大程度上会对企业价值产生潜在影响，为控制与本文核心议题无关的变量干扰，特选取企业规模、资产负债率、营业利润率、企业成立年限、现金持有水平以及企业成长性共6个指标作为模型中的控制变量。本文所涉及各类变量的具体定义说明如表1所示。
表
1
变量定义与测量
（三） 模型构建
为检验企业ESG表现对企业价值的影响，本文构建模型如下：
（1）
（2）
（3）
（4）
上式中，i表示个体，t表示年份；TobinQ为被解释变量，即企业价值；E、S、G和ESG是解释变量，即环境、社会、治理表现和ESG综合表现；∑Controlsi,t指代控制变量合集，∑Year为年份固定效应，∑Industry为行业固定效应，εi,t为误差项。由于ESG表现对企业价值的影响往往具有滞后性特征，其作用效果需要经过一段时间才能逐步显现，因此本文分析在滞后三期的条件下，ESG综合表现及其各构成要素对企业价值的影响。回归模型中，滞后n期的ESG表现，分别用Ei,t-n、Si,t-n、Gi,t-n、ESGi,t-n表示，n表示滞后的年份数（n=0,1,2,3）。在（1）式中，n=0时，Ei,t-n表示当期的环境表现，n=1时，Ei,t-n表示滞后一期的环境表现，n=2时，Ei,t-n表示滞后二期的环境表现，n=3时，Ei,t-n表示滞后三期的环境表现。（2）、（3）、（4）式同理，采用滞后处理方法，能够在一定范围内削弱反向因果关系所导致的内生性问题。
四、 实证分析
（一） 描述性统计
本文各变量描述性统计分析结果如表2所示，被解释变量企业价值均值为2.034，最小值为0.800，最大值为10.28，可见样本企业的价值分布存在较大离散性。解释变量企业ESG综合表现的标准差为9.278，说明不同上市公司的ESG表现存在较大差异性，对比彭博ESG信息披露总分为100分的标准，样本企业ESG综合均分为29.39，说明目前企业ESG综合表现整体水平较低。解释变量环境表现和社会表现的标准差分别是1.269和1.630，说明不同企业在环境和社会方面的表现差异性较大，治理表现的均值为负，说明整体而言公司治理水平偏低。中介变量投资者信心的均值为-0.207，最大值为1.424，标准差为0.262，说明市场投资者信心整体偏低，不同上市公司的投资者信心差异不大。调节变量媒体报道的最小值为22，最大值为147724，标准差为9272，表明不同企业受到的媒体报道数量差异显著，部分企业受到高度关注，其他企业则很少被报道。从控制变量的分布情况看，样本企业在规模、财务特征等方面存在明显的个体异质性。
表
2
描述性统计
（二） 相关性分析
各变量的相关性统计分析结果如表3所示。由表3可知，自变量环境表现、社会表现、治理表现与因变量企业价值的相关系数分别为-0.106、0.089和0.275，且在p<0.01的水平下显著，说明环境表现与企业价值之间存在负相关关系，与假设H1a不相符；企业社会表现、治理表现与企业价值之间存在正相关关系，与假设H1b和假设H1c相符；企业ESG综合表现与企业价值无显著相关关系，与假设H1不相符，需要根据后续的具体分析进一步验证。各变量的VIF均值为1.42，最大值仅为2.47，远小于10这一临界阈值，证明各变量之间不存在多重共线性问题。
表
3
相关性分析
注：*p< 0.1,**p< 0.05,***p< 0.01。
（三） 回归分析
本文的研究数据为面板数据，根据Hausman检验结果，选择双向固定效应模型展开分析。
1. 企业 ESG 表现与企业价值的关系检验
企业环境、社会及治理表现与企业价值的关系检验回归结果如表4所示。从回归结果看，企业ESG的三个方面表现在当期和滞后期的模型检验结果均在p<0.01的水平下显著，表明ESG三个细分维度的表现对企业价值存在显著影响。环境表现与企业价值回归系数均为负，表明环境表现对企业价值的提升会产生负向影响，并存在滞后效应，因此假设H1a不成立。这一结果的可能原因是企业在环境方面的积极作为会增加公司的运营成本，进而影响公司整体价值。该结论也得到了部分学者的实证支持，Garcia和Orsato（2020）的研究指出，企业在环境与社会责任这类强外部性因素上的投入，会产生额外经营开支，造成企业资源浪费，进而削弱企业核心竞争力，最终损害股东利益并导致企业价值下降。从表4可以看出，企业社会表现与治理表现在当期及滞后期模型检验中的回归结果均显著为正，这表明二者对企业价值提升均能产生显著正向影响，且存在滞后效应，因此假设H1b和假设H1c成立。
表
4
环境、社会及治理表现与企业价值关系回归检验
注：*p< 0.1,**p< 0.05,***p< 0.01，括号内为t值，后表同。
企业ESG综合表现与企业价值的关系检验如表5所示，企业ESG综合表现在当期和滞后期的模型检验结果均显著为正，且回归系数呈现随滞后期延长而递减的趋势。该结果表明良好的ESG综合表现能够有效促进企业价值提升，且这种影响具有滞后性，因此假设H1成立。值得注意的是，企业ESG综合表现对企业价值的影响随时间逐渐减弱，企业应持续调整ESG策略以维持其长期效果。
表
5
企业 ESG 综合表现与企业价值关系回归检验
2. 企业 ESG 表现与投资者信心的关系检验
企业环境、社会及治理表现与投资者信心的关系检验如表6所示，企业ESG三方面表现与投资者信心的关系检验在当期和滞后期的回归模型检验结果均在p<0.01的水平下显著，表明ESG三个细分维度的表现对投资者信心均存在显著影响。环境表现在当期和滞后期四个模型中，通过检验得到的结果均在p<0.01的水平下显著为负，表明环境表现对投资者信心会产生显著的负向影响，并存在滞后效应，因此假设H2a不成立。这一结果的可能原因是部分投资者更关注短期的财务指标和股价表现，而不是企业长期的可持续发展，而良好的环境表现可能更多体现为长期利益，因此环境方面的投入可能会让投资者对企业的短期盈利产生怀疑。企业社会表现和治理表现的模型回归系数均显著为正，这一结果表明企业社会和治理表现对投资者信心的提升具有显著正向影响，且存在滞后效应，因此假设H2b和假设H2c成立。
表
6
环境、社会及治理表现与投资者信心关系回归检验
企业ESG综合表现与投资者信心的关系检验如表7所示，企业ESG综合表现对投资者信心的回归结果显示，其在当期及滞后期模型中的系数均在p<0.05的水平上显著为正。说明ESG综合表现对投资者信心的提升具有显著正向影响，且存在滞后效应，因此假设H2成立。
表
7
企业 ESG 综合表现与投资者信心关系回归检验
3. 中介效应检验
投资者信心对环境、社会和治理表现影响企业价值的中介效应检验结果如表8所示。模型（1）、（2）、（3）分别表示企业ESG三方面表现与企业价值的回归结果。模型（4）显示企业环境表现负向影响投资者信心（β=-0.010, p<0.01）。模型（7）将环境表现和投资者信心同时纳入回归模型，结果显示投资者信心显著正向影响企业价值（β=1.949, p<0.01）；环境表现影响仍显著（β=-0.026, p<0.01）但弱于模型（1），表明投资者信心起部分中介作用，H3a得到支持。模型（5）显示企业社会表现正向影响投资者信心（β=0.012, p<0.01）。模型（8）将社会表现和投资者信心同时纳入回归模型，结果显示投资者信心显著正向影响企业价值（β=1.895, p<0.01）；社会表现影响仍显著（β=0.105, p<0.01）但弱于模型（2），表明投资者信心起部分中介作用，H3b得到支持。模型（6）显示治理表现正向影响投资者信心（β=0.037, p<0.01）。模型（9）将治理表现和投资者信心同时纳入回归模型，结果显示投资者信心显著正向影响企业价值（β=1.947, p<0.01），而治理表现的回归结果不显著，表明投资者信心起完全中介作用，H3c得到支持。
表
8
投资者信心对环境、社会和治理表现影响企业价值的中介效应回归检验
投资者信心对企业ESG综合表现影响企业价值的中介效应检验结果如表9所示。模型（1）表示ESG综合表现对企业价值的提升具有显著正向影响。在模型（2）中，ESG综合表现对投资者信心的回归系数为0.002，且在p<0.01的水平下显著，说明ESG综合表现对投资者信心的提升具有显著正向影响。模型（3）将ESG综合表现和投资者信心同时纳入回归模型，结果显示投资者信心显著正向影响企业价值（β=1.938, p<0.01）；ESG综合表现影响仍显著（β=0.014, p<0.01）但弱于模型（1），表明投资者信心起部分中介作用，H3得到支持。
表
9
投资者信心对企业 ESG 综合表现影响企业价值的中介效应回归检验
4. 调节效应检验
媒体报道对企业ESG表现影响企业价值的调节作用回归检验结果如表10所示。在模型（1）中，环境表现与媒体报道的交互项对企业价值的回归结果不显著，说明媒体报道在环境表现负向影响企业价值的过程中不具有调节效应，因此H4a不成立。这一结果的可能原因是企业在环境方面的投入会增加公司的运营成本，媒体报道无法显著改变企业对环境投入的决策，从而无法有效影响企业整体价值。在模型（2）中，企业社会表现对企业价值的回归系数为0.125，且在p<0.01的水平下显著，企业社会表现与媒体报道的交互项对企业价值的回归系数为正，且在p<0.1的水平下显著，说明媒体报道在企业社会表现正向影响企业价值的过程中起到显著正向调节效应，因此H4b得到实证支持，即媒体对企业的报道越多，企业社会表现对企业价值的正向影响会越强。在模型（3）中，企业治理表现对企业价值的回归系数为0.094，且在p<0.01的水平下显著，企业治理与媒体报道的交互项对企业价值的回归结果不显著，说明媒体报道在企业治理表现正向影响企业价值的过程中不存在调节效应，因此H4c不成立。可能的原因是部分媒体会根据商业利益或自身的偏好选择性报道，并且有时难以了解到公司内部真实的治理状况，因此投资者对媒体报道的企业治理状况可能存疑，从而影响企业价值。在模型（4）中，企业ESG综合表现对企业价值的回归系数为0.017，且在p<0.01的水平下显著，企业ESG综合表现与媒体报道的交互项对企业价值的回归系数为负，且在p<0.05的水平下显著，说明媒体报道在企业ESG综合表现正向影响企业价值的过程中起到显著负向调节效应，因此H4成立，媒体对企业的报道越多，企业ESG综合表现对企业价值的正向影响会越弱。其可能的原因在于媒体的监督职能和商业利益驱动，媒体报道并不总是正面的，负面报道会削弱市场对企业的整体评价，这种负面影响会部分抵消ESG综合表现对企业价值的提升作用。
表
10
调节效应回归检验
（四） 稳健性检验
为保证研究结果可靠且具有稳定性，采用替换变量方式对前文得到的结果进行检验。企业价值的衡量方法有多种，本文选择另外一个对企业价值进行衡量的常见指标——市值（MV）来代替原先采用的指标TobinQ，并对市值数据进行了对数化处理，对结果进行稳健性检验。企业市值越高，企业创造收益的能力就越强，因此可以用此项指标有效衡量企业的价值。稳健性检验结果如表11所示，回归结果与原回归结果一致，说明本文得出的结论有效。
表
11
稳健性检验 - 企业 ESG 表现与企业价值关系回归检验
（五） 内生性检验
鉴于上市企业ESG表现与企业价值之间可能存在双向因果关联，企业ESG表现会作用于企业价值，而企业价值的实际状况也会反向影响ESG实践成效，这种双向因果关系引发的内生性问题会干扰回归结果的可靠性。为此，本文采用滞后一期的解释变量对原模型开展重新回归以实施内生性检验，相关结果如表12所示。滞后一期的企业环境表现（lg_E）、社会表现（lg_S）、治理表现（lg_G）及ESG综合表现（lg_ESG）的回归系数，均在p<0.01的统计水平上显著。回归结果与前文的结论保持一致，说明ESG表现对企业价值的影响是稳健的。
表
12
滞后一期 ESG 表现与企业价值关系回归检验
此外，本文亦采用工具变量法开展内生性检验。鉴于同行业企业在行业属性及外部所处环境方面存在诸多共性特征，本文将同行业同年度上市公司ESG评分均值（Ave_ESG）设定为ESG表现的工具变量对模型进行回归分析。表13的工具变量检验结果显示，同行业同年度上市公司ESG评分均值（Ave_ESG）与ESG表现的回归系数为0.819，且在1%统计水平上显著为正，表明工具变量选取合理。而拟合得出的ESG表现（ESGiv）回归系数为0.053，同样在1%水平上显著为正，表明ESG表现对企业价值提升具有显著的促进作用，与前文的结论保持一致，这说明在考虑内生性问题后，本文结论依旧稳健可靠。
表
13
工具变量法回归结果
五、 结论与启示
（一） 研究结论
第一，企业ESG表现三个组成因素和ESG综合表现均会对企业价值产生显著影响，且均具有一定的滞后性。其中，ESG综合表现、社会表现与治理表现均显著正向影响企业价值，而环境表现则显著负向影响企业价值。这可能是由于企业在环境方面的积极举措给企业带来的额外运营成本超过其收益，进而影响公司整体价值。
第二，企业ESG综合表现、社会表现和治理表现对投资者信心均有显著正向影响，环境表现对投资者信心有显著负向影响，且上述影响均存在一定的滞后性。这一结果表明，投资者在评估企业投资价值的过程中，不仅重视企业的财务经营表现，同时也会重点关注ESG表现这类非财务信息。企业优异的ESG综合表现，能够充分彰显其强烈的社会责任感与较高的公司治理水平，进而为广大投资者提供坚实的信心支撑。然而部分投资者更关注短期的财务指标和股价表现，积极的环境投入可能更多体现为长期收益，这种投入会引发短期主义投资者对企业盈利能力的质疑。
第三，在环境、社会、治理表现以及ESG综合表现影响企业价值的过程中，投资者信心均发挥中介作用。在企业ESG综合表现影响企业价值的过程中，投资者信心起到部分中介作用，但在ESG表现三个分项指标中，中介作用存在差异。在治理表现正向影响企业价值的过程中，投资者信心起到完全中介作用，在企业环境表现和社会表现影响企业价值的过程中，投资者信心起到部分中介作用。
第四，媒体报道在环境、社会、治理以及ESG综合表现与企业价值之间的调节作用存在差异。媒体报道在ESG综合表现与企业价值之间具有负向调节效应，在企业环境和治理表现与企业价值之间不具有调节效应，在企业社会表现与企业价值之间存在正向调节效应。这说明媒体关注能够强化企业社会表现的积极影响，通过提升透明度和声誉，增强利益相关者的信任，从而提升企业价值。然而，出于媒体的监督功能和商业利益驱动，报道内容并非总是正面导向，负面报道会削弱市场对企业的整体评价，这种负面影响会部分抵消ESG综合表现对企业价值的提升作用。
（二） 实践启示
企业ESG表现会对投资者的决策及投资行为产生一定影响。良好的企业ESG表现有利于企业获得投资者的信任，使企业在经济、社会和生态效益各个方面实现共赢，进而促进企业可持续发展。本文的研究结论对企业、投资者和政府均具有诸多实践启示。
从企业角度而言：第一，尽管本文的研究表明环境表现对企业价值和投资者信心均会产生一定的负向影响，但走可持续发展道路是我国对企业发展提出的明确要求，长期来看，良好的ESG表现对企业价值提升是大有裨益的。第二，企业的良好声誉是获得竞争优势的保障和基础，公司治理体系的优化对企业价值的提升有着重要影响。企业应该积极履行社会责任，使公司自上而下地形成积极承担社会责任的良好氛围，同时也适时向外界披露公司治理情况，向利益相关者传递积极信号，提升自身的声誉。第三，企业的持续发展需要有投资者信心作为基础，而良好的企业ESG表现可以帮助企业获取投资者的信任，提升投资者信心，对企业长期发展有着极大助益。
从投资者角度而言：第一，企业重视提升ESG表现对资本市场整体的良性发展会起到一定的促进作用，投资者在决策中主动筛选ESG表现良好的企业，能够引导资源向优质企业配置，推动市场形成良性发展循环。第二，为了帮助投资者更充分地了解企业的ESG表现，新闻媒体应该提高对企业ESG表现的关注程度，对企业提升ESG表现的行为进行更广泛和深入地报道，大力宣传企业践行ESG理念的实践举措。
从政府角度而言：第一，政府需要展现出对企业ESG表现的高度重视，建立专门负责企业ESG履责的相关职能部门并积极进行监管。第二，政府应该建立有利于企业提升ESG表现的相关法律法规制度。同时，充分利用好新闻媒体报道的力量，督促企业如实披露ESG表现，让社会公众及时并且充分了解企业ESG表现的真实状况。第三，对具有高度ESG表现责任感和使命感的企业，政府应该提供更大力度的扶持。在进行采购、投资和公开招标时，应该优先考虑与具有正面积极ESG表现的企业进行合作。